匯率變動(dòng)對(duì)房產(chǎn)投資信托基金的收益影響實(shí)證分析目錄TOC\o"1-3"\h\u一、緒論 緒論研究背景隨著經(jīng)濟(jì)一體化、全球化程度加深。2015年8月，為進(jìn)一步完善匯率中間價(jià)的市場(chǎng)性，我國(guó)貨幣當(dāng)局宣布采用“收盤(pán)價(jià)＋籃子匯率”的人民幣兌美元中間報(bào)價(jià)機(jī)制，但根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)來(lái)看，2016年我國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易總額36855.57億美元，同比2015年下降6.8%，2017年41045.04億美元，雖稍微回緩但幅度有限。由此可以看出，匯率變動(dòng)會(huì)直接影響本國(guó)進(jìn)出口貿(mào)易，從而作用于國(guó)內(nèi)各個(gè)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，房地產(chǎn)市場(chǎng)首當(dāng)其沖，房地產(chǎn)資產(chǎn)證券化產(chǎn)品遭到波及。這就需要房地產(chǎn)企業(yè)在發(fā)行相關(guān)金融產(chǎn)品時(shí)著重風(fēng)險(xiǎn)控制，明確匯率變動(dòng)對(duì)房地產(chǎn)信托投資基金收益的影響。基于這種角度，本文對(duì)匯率變動(dòng)和房地產(chǎn)投資信托基金（REITS）收益影響進(jìn)行分析，希望通過(guò)本文論述實(shí)現(xiàn)房地產(chǎn)資本良性運(yùn)作，從而進(jìn)一步提高經(jīng)營(yíng)管理水平，提高經(jīng)濟(jì)效益，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)整個(gè)行業(yè)的穩(wěn)步發(fā)展。研究意義理論意義由于目前國(guó)內(nèi)REITS的規(guī)模較小，房地產(chǎn)投資信托基金的發(fā)展尚處于起步階段，真正意義上的REITS產(chǎn)品不多，并且相關(guān)的收益實(shí)證分析不足，對(duì)其體系性的研究特別是其收益影響因素的研究嚴(yán)重缺乏，難以為其規(guī)?；⒖焖侔l(fā)展提供保障。本文對(duì)其主要影響因素——匯率進(jìn)行分析，希望本次研究對(duì)后續(xù)研究者們關(guān)于房地產(chǎn)信托產(chǎn)品收益率影響因素研究的開(kāi)展提供重要理論參考，豐富現(xiàn)有的理論研究成果，具有一定的理論價(jià)值。實(shí)踐意義首先，本文從宏觀角度分析REITs收益率的影響因素。同時(shí)，以學(xué)術(shù)界已有研究成果為基礎(chǔ)，將REITS收益率影響研究進(jìn)行分類歸納，整理出本文需要的理論以及研究方法，結(jié)合國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行過(guò)具體分析，主要考慮的經(jīng)濟(jì)因素有匯率、供求、貨幣等，從而分析出上述經(jīng)濟(jì)因素發(fā)生改變時(shí)，REITs會(huì)產(chǎn)生怎樣的改變，結(jié)合相關(guān)理論進(jìn)行實(shí)證分析，總結(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)REITs收益率的影響，從而提出可行性較高的發(fā)展REITs的政策建議。其次，本文研究主題是匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)投資信托基金（REITs）收益影響，結(jié)合我國(guó)REITs發(fā)展情況，說(shuō)明發(fā)展REITs的重要性以及必要性。從房地產(chǎn)企業(yè)的發(fā)展層面來(lái)說(shuō)，現(xiàn)階段，我國(guó)REITs發(fā)展可以擴(kuò)大房地產(chǎn)融資，提高企業(yè)資金流周轉(zhuǎn)率，減小對(duì)銀行貸款的依賴。綜上所述，大力發(fā)展REITs不僅可以讓房地產(chǎn)企業(yè)拓寬融資渠道，還可以提升房地產(chǎn)行業(yè)周轉(zhuǎn)率。匯率對(duì)REITs收益率影響的機(jī)制由于我國(guó)處于社會(huì)主義初級(jí)階段，經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展，且對(duì)外開(kāi)放程度不斷提升，匯率制度已經(jīng)從固定匯率制度逐漸調(diào)整為參考“一籃子貨幣”進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動(dòng)匯率制度，制度的變動(dòng)讓宏觀經(jīng)濟(jì)因素發(fā)生一定的變化，從而對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)也造成不同程度的影響。不僅如此，政府對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的管控政策也在不斷調(diào)整，同時(shí)外匯管制條例也在變化，這些都會(huì)對(duì)房?jī)r(jià)以及相關(guān)股票造成影響。本章節(jié)重點(diǎn)研究匯率對(duì)REITs收益率影響的傳導(dǎo)機(jī)制，下文展開(kāi)具體論述。利率傳導(dǎo)匯率會(huì)通過(guò)兩國(guó)相對(duì)物價(jià)水平和短期資本流動(dòng)這兩國(guó)方面影響利率，主要呈負(fù)效應(yīng)，銀行貸款利率對(duì)股價(jià)的影響指標(biāo)本文選取的是一年期貸款利率，根據(jù)上證地產(chǎn)披露數(shù)據(jù)，得出圖1。圖1一年期貸款利率與上證地產(chǎn)指數(shù)的波動(dòng)數(shù)據(jù)來(lái)源:Wind數(shù)據(jù)庫(kù)從我國(guó)最近的一次匯率改革以后，銀行貸款利率先后調(diào)整25次，從2005年至今，以一年期貸款利率為例，在2007年一年時(shí)間里貸款利率連續(xù)5次提高，2019年一年時(shí)間里，銀行貸款利率連續(xù)5次下調(diào)。從圖1也可以看出，上證地產(chǎn)指數(shù)也在這同一段時(shí)間的前后出現(xiàn)巨大波動(dòng)，這一驗(yàn)證了房地產(chǎn)股價(jià)對(duì)利率變化會(huì)做出反應(yīng)，但存在一定的滯后性的理論。會(huì)出現(xiàn)滯后反應(yīng)主要是由于股價(jià)不僅受到利率的影響，相關(guān)政策以及地方相關(guān)條例的發(fā)行都會(huì)影響股票價(jià)格。我們從不同角度探析利率對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)的影響，具體如下：首先，從資金流向分析，貸款利率進(jìn)行調(diào)整后，會(huì)讓資產(chǎn)收益率產(chǎn)生一定的波動(dòng)，投資者以此為依據(jù)調(diào)整持有資產(chǎn)組合結(jié)構(gòu)，也就促使投資者進(jìn)行股票交易，從而加速資本市場(chǎng)中資金周轉(zhuǎn)率。當(dāng)本幣貶值時(shí)，利率有所提高，根據(jù)利益最大化原則，投資者會(huì)選擇收益更加穩(wěn)定的債券或是銀行定期存款，這就需要將原本持有風(fēng)險(xiǎn)較大的股票拋出，撤回這一部分資金，造成股市資金流出，對(duì)房地產(chǎn)相關(guān)股票的需求減少，導(dǎo)致這些股票價(jià)格下跌；當(dāng)本幣升值時(shí)，利率下降，人民幣購(gòu)買力提高，會(huì)刺激消費(fèi)，同時(shí)擴(kuò)大理財(cái)需求，有更多的資金流入股市，房地產(chǎn)行業(yè)作為支柱性產(chǎn)業(yè)，得到眾多投資人的青睞，需求量增加，促使其股價(jià)上漲。其次，從企業(yè)的角度出發(fā)，本幣升值時(shí)，利率下降，可以減少公司融資成本，房地產(chǎn)企業(yè)的前期往往投資較大，融資規(guī)模也相對(duì)較大，成本下降后，可以擴(kuò)大利潤(rùn)空間，讓企業(yè)獲得更大的經(jīng)濟(jì)效益，在此基礎(chǔ)上，股價(jià)會(huì)隨著利潤(rùn)增加而上漲；還可以從公式的角度進(jìn)行解釋股價(jià)與利率之間的關(guān)系。（公式1）根據(jù)股票內(nèi)在價(jià)值公式（公式1），其中代表股息和，代表貼現(xiàn)率（利率），代表第期姑股息。因此，當(dāng)利率下降時(shí)，公司業(yè)績(jī)會(huì)有所提升，盈利能力增強(qiáng)，股息分紅都會(huì)相應(yīng)增加，股票的內(nèi)在價(jià)值就會(huì)提升，那么在股市中的表現(xiàn)為股價(jià)上漲。貨幣供給傳導(dǎo)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控手段主要有財(cái)政政策和貨幣政策，貨幣政策可以通過(guò)增加或減少貨幣供應(yīng)量進(jìn)行。貨幣供應(yīng)量包含三個(gè)層面，分別是流通中的現(xiàn)金，狹義貨幣與廣義貨幣，與其對(duì)應(yīng)的縮寫(xiě)符號(hào)為M0、M1、M2，從貨幣是市場(chǎng)流動(dòng)性來(lái)看，M2流動(dòng)最為穩(wěn)定，真實(shí)反映出貨幣購(gòu)買力。具相關(guān)統(tǒng)計(jì)表明，在2009年，我國(guó)M2增長(zhǎng)率達(dá)到歷史峰值，高達(dá)27%，截止到2019年，增長(zhǎng)率為10%多年來(lái)持續(xù)下滑，但從存量上來(lái)看。2019年已經(jīng)是2009的三倍，超過(guò)1951萬(wàn)億元。根據(jù)房地產(chǎn)的滯后反應(yīng)，其投資總額增長(zhǎng)率峰值是M2峰值的第二年，也就是2010年，高達(dá)33%，近兩年增長(zhǎng)率都維持在7%左右，發(fā)展較為穩(wěn)定。由此可以看出我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給與發(fā)展同貨幣供給存在一定的聯(lián)動(dòng)性。當(dāng)匯率出現(xiàn)波動(dòng)時(shí)，政府為穩(wěn)定外匯市場(chǎng)，通過(guò)調(diào)整外匯儲(chǔ)備讓外匯市場(chǎng)供需處于平衡狀態(tài)，在進(jìn)行外匯儲(chǔ)備調(diào)整時(shí)，本幣的發(fā)行量以及流通都會(huì)受到一定的影響。我們從流動(dòng)性、利率和投資者預(yù)期三個(gè)方面分析貨幣供應(yīng)鏈對(duì)房地產(chǎn)股價(jià)的影響，具體如下：首先，貨幣發(fā)行數(shù)量增加，那么市場(chǎng)上資本增加，刺激居民消費(fèi)、投資，帶動(dòng)更多的資金流入股市，起到改善大盤(pán)整體情況的作用，間接帶動(dòng)房地產(chǎn)股價(jià)上漲；同時(shí)，居民累積更多的財(cái)富，選擇購(gòu)買不動(dòng)產(chǎn)為投資方式的人會(huì)越來(lái)越多，從而增加買房需求，讓房地產(chǎn)市場(chǎng)行成賣方市場(chǎng)，帶動(dòng)房?jī)r(jià)上漲，房地產(chǎn)公司會(huì)獲得更多的利潤(rùn)。其次，從周期上來(lái)看，貨幣供應(yīng)量增加短期內(nèi)會(huì)刺激居民消費(fèi)、投資，從而帶動(dòng)GDP增長(zhǎng)。假設(shè)投資者均為理性投資者，那么他們?cè)谶x擇投資時(shí)，會(huì)綜合考慮自己的投資資本結(jié)構(gòu)，當(dāng)實(shí)行擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，理性投資者本著利益最大化原則，將更多的閑置資金來(lái)進(jìn)行股票交易，更多資本流入到股市，引起大盤(pán)漲勢(shì)，從而促進(jìn)股價(jià)上漲。國(guó)際資本傳導(dǎo)根據(jù)圖2所示，可以看出長(zhǎng)期以來(lái)，人民幣幣值持續(xù)穩(wěn)定上漲，促使國(guó)際資本通過(guò)貿(mào)易往來(lái)、國(guó)內(nèi)投資等手段進(jìn)入國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。境外投資人在國(guó)內(nèi)進(jìn)行投資時(shí)，主要有兩種方式，一種是持有本國(guó)股票，一種是持有房地產(chǎn)資產(chǎn)，在對(duì)這兩種資產(chǎn)進(jìn)行比較時(shí)會(huì)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)股票市場(chǎng)對(duì)外開(kāi)放程度不高，還處于發(fā)展中狀態(tài)，運(yùn)行機(jī)制、管理辦法還需要進(jìn)一步完善，股票投資的風(fēng)險(xiǎn)較高；而房地產(chǎn)行業(yè)的蓬勃發(fā)展與我國(guó)建設(shè)腳步的較快，讓不動(dòng)產(chǎn)的需求持續(xù)增長(zhǎng)，房?jī)r(jià)的積極預(yù)期也持續(xù)存在，因此，更多的境外資本涌入房地產(chǎn)投資市場(chǎng)。圖2人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)和房地產(chǎn)指數(shù)走勢(shì)圖數(shù)據(jù)來(lái)源:國(guó)際清算銀行由于國(guó)際資本大多通過(guò)資本與金融賬戶進(jìn)入我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)，因此對(duì)于短期國(guó)際資本對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響，本文主要從外商直接投資和短期外債這兩個(gè)層面進(jìn)行分析。首先，當(dāng)國(guó)內(nèi)發(fā)展進(jìn)程不斷加快，僅依靠國(guó)內(nèi)資本進(jìn)行投融資，難以實(shí)現(xiàn)制定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，要在帶動(dòng)國(guó)內(nèi)投資的基礎(chǔ)上，合理引進(jìn)外資，從而促進(jìn)資本市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)大與發(fā)展。外商帶來(lái)資金的同時(shí)，還會(huì)帶來(lái)先進(jìn)的管理理念以及技術(shù)經(jīng)驗(yàn)等，所以，我國(guó)一直大力倡導(dǎo)外商投資。但在制定鼓勵(lì)外商投資政策的同時(shí)，也造成一定的監(jiān)管盲區(qū)，大量國(guó)際游資借此沖擊我國(guó)股市以及房地產(chǎn)市場(chǎng)。表12008-2019年FDI項(xiàng)目數(shù)、實(shí)際利用FD1總額及房地產(chǎn)業(yè)實(shí)際使用額年份房地產(chǎn)業(yè)實(shí)際使用外商直接投資金額（億元）實(shí)際利用外商直接投資金額（億美元）簽訂外商直接投資項(xiàng)目數(shù)（個(gè)）200854.28603.3144000200982.40630.27414822010170.99747.65378612011186.00923.93275242012167.97900.32234452013239.851057.45274162014268.841160.21277022015241.181117.26249152016287.751175.75227832017346.341195.58237682018289.881262.54265852019196.611260.1527911數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家統(tǒng)計(jì)局根據(jù)表1中，外商直接投資金額和實(shí)際利用外商直接投資金額的對(duì)比可以發(fā)現(xiàn)，兩項(xiàng)數(shù)據(jù)差異巨大，而我國(guó)簽訂外商直接投資的項(xiàng)目的數(shù)量基本遞減趨勢(shì)，但這絲毫沒(méi)有影響到使用外商資金金額，這些數(shù)額不降反升，造成這種現(xiàn)象的主要原因極有可能是國(guó)際游資通過(guò)監(jiān)管漏洞進(jìn)入到我國(guó)房地產(chǎn)市場(chǎng)。自2017年以來(lái)，我國(guó)加大對(duì)房地產(chǎn)行業(yè)的監(jiān)督力度，從而促使外商資金流入金額有所下降，在一定程度上抑制房地產(chǎn)投機(jī)行為。常規(guī)情況下，短期國(guó)際資本對(duì)會(huì)房地產(chǎn)供需產(chǎn)生影響，當(dāng)市場(chǎng)供需發(fā)生變化時(shí)，股價(jià)也會(huì)有所變動(dòng)。國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)企業(yè)主要的融資渠道就是向銀行貸款，隨著銀行授信更加嚴(yán)格，房地產(chǎn)企業(yè)的融資面臨問(wèn)題，這時(shí)，國(guó)際資本流入房地產(chǎn)市場(chǎng)，為解決融資問(wèn)題，房地產(chǎn)公司通常采用與短期國(guó)際資本組建的私募基金及過(guò)橋貸款進(jìn)行融資，保證企業(yè)項(xiàng)目開(kāi)發(fā)，增加房產(chǎn)市場(chǎng)供給。與此同時(shí)，根據(jù)我國(guó)相關(guān)政策，外資可以在我國(guó)置產(chǎn)，短期國(guó)際資本注入，也會(huì)增加購(gòu)買需求，這些都會(huì)讓房?jī)r(jià)升高，從而造成股價(jià)變動(dòng)。其次，短期國(guó)際資本還通過(guò)房地產(chǎn)公司負(fù)債形式流入。主要是由于政策收緊以及銀行授信困難，在一定程度上阻礙房地產(chǎn)企業(yè)項(xiàng)目的順利開(kāi)發(fā)，為擴(kuò)大融資渠道，舉借外債成為目前解決融資困難的主要方法。表22008-2019年我國(guó)外債額情況年份外債余額（十億美元）短期外債余額（十億美元）短期外債占總余額的比例2008296.44171.5457.79%2009338.69199.1358.83%2010389.32235.5860.54%2011390.06226.3858.01%2012428.55259.1660.49%2013548.74375.6568.45%2014695.05500.8872.06%2015736.89540.8573.41%2016863.37676.7278.42%20171,779.941,298.3572.93%20181,382.88887.2864.18%20191,420.56870.8761.27%數(shù)據(jù)來(lái)源：國(guó)家外匯管理局在表2中，外債余額自2017年激增，主要是統(tǒng)計(jì)內(nèi)容發(fā)生變化，原本只統(tǒng)計(jì)外匯外債，在這里加入了本幣（人民幣）外債。我們可以根據(jù)表內(nèi)數(shù)據(jù)變化，將2008年-2019年這十二年時(shí)間，分為兩個(gè)階段，以2017年為界限，在這之前，外債余額與短期外債余額都在不斷增加，但從增速上來(lái)看，2014年到2017年這四年較為穩(wěn)定，短期外債占總余額的比例都在70%以上；2017年以后，外債減少，同時(shí)短期外債比例持續(xù)下降，有可能是由于外匯市場(chǎng)上人民幣匯率持續(xù)變動(dòng)，從而讓外匯風(fēng)險(xiǎn)增加，從而改變企業(yè)負(fù)債結(jié)構(gòu)。匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)REITs收益率影響實(shí)證分析現(xiàn)階段，我國(guó)并沒(méi)有較為啟動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)REITs市場(chǎng)，但類REITs市場(chǎng)經(jīng)過(guò)不斷發(fā)展，已經(jīng)形成成熟穩(wěn)定的規(guī)模，為啟動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)REITs市場(chǎng)奠定了堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。目前，我國(guó)逐漸開(kāi)發(fā)標(biāo)準(zhǔn)REITs產(chǎn)品，以此拓寬房地產(chǎn)投融資渠道，促進(jìn)房地產(chǎn)行業(yè)發(fā)展?，F(xiàn)階段，宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)REITs的具體影響以及影響路徑，受到房地產(chǎn)行業(yè)、投資者以及政府等部分的關(guān)注。指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來(lái)源本文模型的指標(biāo)選取中，解釋變量與被解釋變量分別為人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)和房地產(chǎn)指數(shù)。房地產(chǎn)指數(shù)所反映的是在證券交易所上市的房地產(chǎn)公司股價(jià)的整體表現(xiàn)，是以房地產(chǎn)上市公司股票發(fā)行量為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均得出的股價(jià)指數(shù)。我國(guó)并沒(méi)有美國(guó)歷史悠久并且繁榮的REITs市場(chǎng)，至今沒(méi)有在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)推出標(biāo)準(zhǔn)版REITs產(chǎn)品，中國(guó)由于沒(méi)有標(biāo)準(zhǔn)版REITs，因此利用我國(guó)上市房地產(chǎn)公司的加權(quán)平均收益率代替REITs收益率，來(lái)進(jìn)行中美市場(chǎng)的對(duì)比研究。隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程不斷加深，我國(guó)市場(chǎng)開(kāi)放程度越來(lái)越高，對(duì)外貿(mào)易往來(lái)增加，與此同時(shí)，我國(guó)匯率制度也發(fā)生變化，現(xiàn)行的參考“一籃子貨幣”進(jìn)行調(diào)節(jié)的有管理的浮動(dòng)匯率制度，改變過(guò)去以美元為單一考察因素制定匯率政策，現(xiàn)如今實(shí)際有效匯率變化主要由外匯市場(chǎng)供需決定。以人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)為解釋變量，不僅可以更直觀反映出我國(guó)主要貿(mào)易伙伴國(guó)家?guī)胖底儎?dòng)對(duì)人民幣幣值的影響，還可以真實(shí)的反映出人民幣相對(duì)購(gòu)買力。除此之外，本文在選擇控制變量時(shí)，以一年期銀行貸款利率、貨幣供應(yīng)量以及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資總額為指標(biāo)。一年期銀行貸款利率發(fā)生變化時(shí)，會(huì)讓房地產(chǎn)的融資成本發(fā)生改變，從而影響房地產(chǎn)市場(chǎng)供需；貨幣供應(yīng)量可以反應(yīng)股市中資金狀況，資本的流入、流出都能很好的體現(xiàn)出來(lái)，通過(guò)房地產(chǎn)行業(yè)股票資金的流動(dòng)讓股價(jià)上漲或下跌；而房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額則反映了房地產(chǎn)市場(chǎng)的供給狀況，也反映出整個(gè)行業(yè)的整體發(fā)展水平。為確保模型科學(xué)、準(zhǔn)確，要對(duì)上述變量實(shí)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示貨幣供應(yīng)量與其他變量的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都接近于1，表明該指標(biāo)具有共線性，因此將其從指標(biāo)中去掉。本文在進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)之前，首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證，確保這些數(shù)據(jù)真實(shí)有效，同時(shí)，2008年前出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)危機(jī)，2019年底出現(xiàn)疫情，并且匯率變動(dòng)極易受市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響，因此選擇2008年7月至2019年9月數(shù)據(jù)，以國(guó)際清算銀行披露的人民幣實(shí)際匯率為準(zhǔn)，用REER表示；上市房地產(chǎn)公司股票指數(shù)選用的是Wind經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)中公布的月收盤(pán)價(jià)，用SZ表示；一年期銀行貸款利率和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額的月度數(shù)據(jù)均來(lái)源于Wind經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，分別用INT,I表示。模型建立本次實(shí)證分析主要為了檢驗(yàn)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)與房地產(chǎn)指數(shù)之間的關(guān)系，通過(guò)對(duì)前人研究文獻(xiàn)的梳理，筆者結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)情況，選擇較為適合研究的向量自回歸模型、脈沖響應(yīng)及方差分解對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析檢驗(yàn)。根據(jù)VAR模型的理論基礎(chǔ)以及基本構(gòu)成，該模型可以解釋因變量與自變量的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，同時(shí)做出預(yù)測(cè)，還可以將變量受到?jīng)_擊時(shí)的變化展現(xiàn)出來(lái)。在進(jìn)行VAR模型研究之前，為了確保變量回歸真實(shí)有效，避免出現(xiàn)可能的偽回歸問(wèn)題，首先要檢驗(yàn)該模型的平穩(wěn)性，可以選擇ADF法來(lái)確定序列中的單位根，若不存在單位根表示序列平穩(wěn)，若存在則選用差分處理將其消除，回歸平穩(wěn)狀態(tài)。同時(shí)，還要檢驗(yàn)VAR模型的協(xié)整性，確保選擇的各個(gè)變量之間存在聯(lián)動(dòng)關(guān)系。主要方法為Engle-Granger提出的EG兩步法和Johansen和Juselius提出的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，本文選擇Johansen協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行分析。具體方法如下：（公式2）（公式3）對(duì)以上兩個(gè)公式進(jìn)行回歸，若，且，則對(duì)有單向影響；若，而，則對(duì)有單向影響；若，則二者相互影響，否則二者相互獨(dú)立。實(shí)證分析ADF檢驗(yàn)在對(duì)指標(biāo)的處理上，為了保證整個(gè)模型平穩(wěn)性，消除異方差的可能，就需要對(duì)模型中的相關(guān)的變量進(jìn)行對(duì)數(shù)處理，得到、、一年期貸款利率則可使用原數(shù)據(jù)。以下為相關(guān)指標(biāo)的ADF檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果，得到表4如下:表3ADF檢驗(yàn)結(jié)果檢驗(yàn)形式(C,T,K)ADF檢驗(yàn)值1%臨界值5%臨界值10%臨界值結(jié)論lnSZ(C,0,0)-2.8201-3.4955-2.8889-2.5853不平穩(wěn)D(lnSZ)(C,0,0)-10.7589-2.5854-1.9468-1.6347平穩(wěn)lnREER(C,T,1)-2.6792-4.0405-3.4475-3.1428不平穩(wěn)D(lnREER)(0,0,0)-8.0401-2.5895-1.9483-1.6307平穩(wěn)lnI(C,0,13)-2.5098-3.4854-2.8899-2.5591不平穩(wěn)D(lnI)(C,T,12)-3.6682-4.0289-3.4487-3.1498平穩(wěn)INT(C,T,2)-2.5695-4.0407-3.4612-3.1607不平穩(wěn)D(INT)(0,0,0)-7.6895-2.5892-1.9607-1.6301平穩(wěn)根據(jù)表3結(jié)果顯示，ADF檢驗(yàn)值均大于5%臨界值，也就說(shuō)明存在單位根，同時(shí)各檢驗(yàn)形式的檢驗(yàn)值，，，和分別為-2.8201、-2.6792、-2.5098、-2.5695，表明原始序列不平穩(wěn)。而經(jīng)過(guò)一階差分后的序列的ADF檢驗(yàn)值D，D，D，和D的AD檢驗(yàn)值為-10.7589、-8.0401、-3.6682、-7.6895，具有平穩(wěn)性。由于，，，和均表現(xiàn)為一階單整，故可以進(jìn)一步對(duì)其長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)后，發(fā)現(xiàn)變量均表現(xiàn)為一階單整，所以使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法來(lái)驗(yàn)證各變量之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。由于協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)滯后階數(shù)較敏感，因此在進(jìn)行該檢驗(yàn)之前需要經(jīng)過(guò)VAR模型的最優(yōu)滯后期檢驗(yàn)，得到結(jié)果如下表所示。表4最優(yōu)滯后階數(shù)選取LagLogLLRFPEAICSCHQ0-190.8423NA0.00022.81022.85832.84121549.55011427.54890.0000-7.6305-7.1892-7.46212589.782175.25780.0000-7.9852-7.207672*-7.67513621.120156.82960.0000-8.188684*-7.0854-7.743432*4635.556825.38870.0000-8.1682-6.7392-7.58575648.447821.87250.0000-8.1285-6.3615-7.42086667.165930.72357*0.0000-8.1698-6.0602-7.32187681.766223.12470.0000-8.1785-5.6894-7.14798697.449723.94150.0000-8.1327-5.3497-7.0215在經(jīng)過(guò)最優(yōu)滯后階數(shù)選?。ū?）中，，，，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，確定變量間的最優(yōu)滯后階數(shù)為3，協(xié)整檢驗(yàn)選取則有所不同，需要選擇滯后階數(shù)則為2。明確選擇后，通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，繪制成表，具體如下。表5協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果HypothesizedTrace0.05No.ofCE(s)EigenwalueStatistic臨界值Prob.**None*0.256841.166128.59680.0112Atmost10.124818.072922.2890.1843Atmost20.082110.912415.88210.2679Atmost30.04094.72699.17410.3271從表5可以發(fā)現(xiàn)，假設(shè)的結(jié)果，同時(shí)得到的P值較大，假設(shè)VAR模型各變量回歸系數(shù)之間不存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，TraceStatistic=41.1661>28.5968（0.05臨界值）不成立，因此原假設(shè)成立，反映出人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)（REER）、房地產(chǎn)指數(shù)（SZ）、一年期貸款利率（INT）、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額（lnI）之間存在多個(gè)長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。用公示表示為：（公式4）根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，從長(zhǎng)期角度看，人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)過(guò)對(duì)數(shù)處理后與上證地產(chǎn)指數(shù)經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)處理后成正效應(yīng)，人民幣實(shí)際有效匯率提升1個(gè)百分點(diǎn)，上證房地產(chǎn)指數(shù)會(huì)增加1.94個(gè)百分點(diǎn)。INT（一年期貸款利率）與lnSZ成負(fù)效應(yīng)，當(dāng)INT提升1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，lnSZ會(huì)降低0.057個(gè)百分點(diǎn)；（房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額）與lnSZ成正效應(yīng)，當(dāng)提升1個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，lnSZ會(huì)增加0.1179個(gè)百分點(diǎn)。Granger因果檢驗(yàn)經(jīng)過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)后，說(shuō)明lnREER與lnSZ之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，采用格蘭杰因果檢驗(yàn)法進(jìn)一步檢驗(yàn)。前文中得出變量間的最優(yōu)滯后階數(shù)為3，格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果如下，詳見(jiàn)表7。表6格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.lnREER不是lnSZ的格蘭因果檢驗(yàn)1444.9601**0.0365lnSZ不是lnREER格蘭因果檢驗(yàn)5.9101**0.0223INT不是lnSZ格蘭因果檢驗(yàn)1447.6711***0.0000lnSZ不是lNT格蘭因果檢驗(yàn)1.04470.3868lnI不是lnSZ格蘭因果檢驗(yàn)1443.4241*0.0654lnSZ不是lnI格蘭因果檢驗(yàn)0.46280.7228注:***、**、*分別表示在0.01,0.05,0.1的顯著水平下顯著。根據(jù)表6格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，在0.01的顯著水平下，INT不是1nSZ的Granger原因假設(shè)不成立，而lnSZ不是lNT的Granger原因假設(shè)成立，所以INT是lnSZ發(fā)生變化的Granger原因；在0.05的顯著水平下，lnREER不是lnSZ的Granger原因的假設(shè)以及l(fā)nSZ不是lnREER的Granger原因的假設(shè)均不成立，這說(shuō)明lnSE與lnREER之間互為因果關(guān)系；在0.1的顯著水平下，lnI不是1nSZ的Granger原因的假設(shè)不成立，但1nSZ不是1nI的Granger原因的假設(shè)成立，所以lnI的變化會(huì)影響到lnSZ。VAR模型的建立及其穩(wěn)定性檢驗(yàn)根據(jù)最優(yōu)滯后階數(shù)選取，確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為3，建立模型如下：（公式5）在式中，經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)處理后的數(shù)值用表示，差分處理后的數(shù)值用表示，滯后階數(shù)用表示，擾動(dòng)項(xiàng)則用來(lái)表示。在經(jīng)過(guò)ADF檢驗(yàn)后，可知各變量皆為一階單整，經(jīng)過(guò)平穩(wěn)性檢驗(yàn)，所以在建立VAR模型時(shí)選取平穩(wěn)數(shù)據(jù)，然后對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理后，得出參數(shù)估計(jì)值為：表7VAR模型參數(shù)估計(jì)值DlnSZDlnREERDINTDlnIDlnSZ（-1）0.0918-0.02180.19130.1747（0.0947）（0.0187）（0.0942）（0.2709）[1.08109][-1.54941][1.93439][0.673]DlnSZ（-2）0.15130.01190.0612-0.3260（0.0964）（0.0188）（0.0952）（0.2715）[1.65598][1.33478][0.54618][-1.2102]DlnREER（-1）0.85210.4339-2.0527-6.2554（0.8719）（0.0972）（0.9579）（2.6237）[0.36396][-0.12915][-0.49138][-2.38948]DlnREER（-2）0.2879-0.0217-0.4422-4.5219（0.8112）（0.0927）（0.8965）（2.4335）[0.36396][-0.12917][-0.49237][-1.86190]DINT（-1）0.01140.01220.2833-0.6278（0.0158）（0.0186）（0.0928）（0.2436）[0.04417][0.27453][3.22285][-2.65321]DINT（-2）-0.02480.01120.19120.7975（0.0845）（0.0147）（0.0918）（0.2356）[-0.22174][0.05289][2.33582][3.54398]DlnI（-1）0.0222-0.0154-0.0224-0.4799（0.0351）（0.0121）（0.0357）（0.0858）[0.48887][-2.08495][-0.45871][-6.46652]DlnI（-2）-0.02120.0168-0.0352-0.5058（0.0148）（0.0128）（0.0388）（0.0892）[-0.42148][3.15757][-0.87765][-6.38948]C0.01720.0192-0.01120.0648（0.0212）（0.0113）（0.0212）（0.0439）[0.72185][1.38322][-0.146852][1.84217]R-squared0.05350.28240.27480.3795Adj.R-squared-0.02120.24140.23210.3547Sumsq.resids1.82880.02792.211216.7735S.E.equation0.12470.02090.13510.3705F-statistic0.81156.38466.131810.0759Loglikelihood110.3584437.149796.7542-49.1536AkaikeAIC-1.43756-5.9784-1.24170.8348Schwarzsc-1.2426-5.7568-1.00760.9587Meandependent0.03510.0172-0.03670.0829S.D.dependent0.13480.07690.14180.4428根據(jù)表7可以看出，擬合優(yōu)度R較小，根本原因就是被解釋變量數(shù)據(jù)經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)處理后，又做差分處理，然后作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)，同時(shí)VAR這些變量都是一階單整的平穩(wěn)序列。在對(duì)VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析以前，要確定該模型具有平穩(wěn)性，只有這樣，才能才能保證脈沖響應(yīng)和方差分解的有效性。在VAR模型中，判斷AR根的穩(wěn)定性，根據(jù)跟模倒數(shù)判定，當(dāng)這些時(shí)，判定其具有穩(wěn)定性，若這些時(shí)，則判定該VAR模型不具有穩(wěn)定性，上述分析皆有可能無(wú)效。表8AR根的穩(wěn)定性檢驗(yàn)RootModulus-0.267731-0.616825i0.6731-0.267731+0.616825i0.67310.54470.5448-0.328588-0.021414i0.3392-0.328588+0.021414i0.33920.325778-0.024433i0.34380.325778+0.024433i0.34380.30370.3218根據(jù)表8AR根系數(shù)均小于1，表明其在單位圓內(nèi)，說(shuō)明VAR模型是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行下一步分析。脈沖響應(yīng)分析脈沖響應(yīng)可以反映出當(dāng)給模型一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，因變量在短期內(nèi)受該沖擊的影響所產(chǎn)生的波動(dòng)幅度大小及持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)短。其實(shí)質(zhì)是一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的影響分布情況，反映變量之間的動(dòng)態(tài)影響。圖6、圖7、圖8分別展現(xiàn)了上證房地產(chǎn)指數(shù)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率、利率和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額的脈沖響應(yīng)結(jié)果，其中縱軸代表反應(yīng)程度，橫軸代表滯后期數(shù)。圖5D1nSZ對(duì)DInREER的脈沖響應(yīng)圖從圖5可以看出，上證房地產(chǎn)指數(shù)對(duì)人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)給予的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊所作出的響應(yīng)有一定的時(shí)滯，第1期響應(yīng)為0，然后快速作出反應(yīng)，在第3期時(shí)正向沖擊反應(yīng)達(dá)到最大值，隨后正向沖擊反應(yīng)逐漸減小，至第7期以后趨向于0。從整體來(lái)看，二者呈正相關(guān)關(guān)系，即人民幣升值會(huì)有助于上證地產(chǎn)指數(shù)的上漲。圖6DInSZ對(duì)DINT的脈沖響應(yīng)圖從圖6可以看出，上證房地產(chǎn)指數(shù)對(duì)一年期貸款利率給予的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊作出響應(yīng)同樣存在一定的時(shí)滯，第1期響應(yīng)為0，隨后出現(xiàn)負(fù)向增長(zhǎng)，即利率對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)的影響為負(fù)向。在第4期出現(xiàn)了正向響應(yīng)，但在第5期又回到負(fù)向狀態(tài)?？偟膩?lái)看，沖擊反應(yīng)圍繞0上下小幅波動(dòng)并逐漸趨向于0，因此上證地產(chǎn)指數(shù)對(duì)一年期貸款利率的變動(dòng)敏感度較低。圖7DInSZ對(duì)DlnI的脈沖響應(yīng)圖從圖7可以看出，上證房地產(chǎn)指數(shù)對(duì)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額給予的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊所作出的反應(yīng)依然存在一定程度的時(shí)滯性，第I期響應(yīng)為0，在第2期時(shí)正向沖擊反應(yīng)達(dá)到最大值，隨后正向沖擊反應(yīng)逐漸減小，直至第3期出現(xiàn)了負(fù)向沖擊的最大值，隨后反應(yīng)又趨于正向，圍繞0上下波動(dòng)。因此，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資總額前期會(huì)正向作用于上證地產(chǎn)指數(shù)，但隨著市場(chǎng)供求狀況的改變，其對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)的影響也會(huì)相應(yīng)發(fā)生變化，供過(guò)于求時(shí)，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額則會(huì)反向作用于上證地產(chǎn)指數(shù)。方差分解通過(guò)脈沖響應(yīng)分析，我們了解到了上證房地產(chǎn)指數(shù)與其他各個(gè)變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，一下面將通過(guò)方差分解來(lái)進(jìn)一步觀察人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)、利率以及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)波動(dòng)的貢獻(xiàn)度，即它們對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)波動(dòng)所發(fā)揮的作川的相對(duì)重要程度。表9對(duì)DlnSZ方差分解的結(jié)果PeriodS.E.DlnSZDlnREERDINTDln110.1170100.00000.00000.00000.000020.117899.28780.58640.00120.125430.119498.29621.24290.01970461440.119598.02441.43400.04400517650.119797.84531.49660.11300.565160.119797.79861.51380.11360585870.119797.79371.51570.11620.586180.119797.79491.50780.11800591090.119797.79221.51780.11800.5936100.119797.79161.51690.12690.5937從上表對(duì)D1nSZ的方差分解結(jié)果可以看出，上證地產(chǎn)指數(shù)受其自身的干擾影響程度從第1期的100%降到第10期的97.7916%，在所有變量中占比最大，這是由于股價(jià)具有慣性效應(yīng)，當(dāng)期股價(jià)會(huì)在很大程度上受到過(guò)去股價(jià)的影響。表中所示D1nREER,DINT,D1nI在第1期的貢獻(xiàn)率均為0，表明人民幣實(shí)際有效匯率、利率以及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)的影響都存在時(shí)滯，都是從第1期以后才使上證地產(chǎn)指數(shù)作出反應(yīng)，并且對(duì)其影響程度不斷加大。到第10期時(shí)，人民幣實(shí)際有效匯率的貢獻(xiàn)率達(dá)到1.5169%，而利率和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額的貢獻(xiàn)率雖已達(dá)峰值但分別只有0.1269%和0.5937%。因此，從作用上看，人民幣實(shí)際有效匯率、利率和房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)的影響均表現(xiàn)出持續(xù)且波動(dòng)增加的狀態(tài)；從效應(yīng)大小上看，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)上證地產(chǎn)指數(shù)波動(dòng)的影響程度較大，而利率及房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額對(duì)其影響程度相對(duì)較小。結(jié)論與建議主要研究結(jié)論本文的研究主題為“匯率變動(dòng)對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)投資信托基金（REITs）收益影響”，但由于我國(guó)資本市場(chǎng)還需要進(jìn)一步完善，市面上流通的僅為類REITs產(chǎn)品，標(biāo)準(zhǔn)REITs在國(guó)內(nèi)還沒(méi)有正式上市。筆者在研究時(shí)，沒(méi)有真實(shí)REITs數(shù)據(jù)，則選取了與其最為接近的商業(yè)房地產(chǎn)上市公司的ABS產(chǎn)品數(shù)據(jù)，也就是房地產(chǎn)股票數(shù)據(jù)，因此可以從匯率波動(dòng)影響房地產(chǎn)股價(jià)漲跌來(lái)進(jìn)行分析。首先，根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，從長(zhǎng)期角度看，人民幣實(shí)際有效匯率進(jìn)過(guò)對(duì)數(shù)處理后與上證地產(chǎn)指數(shù)經(jīng)過(guò)對(duì)數(shù)處理后成正效應(yīng)，人民幣實(shí)際有效匯率提升1個(gè)百分點(diǎn)，上證房地產(chǎn)指數(shù)會(huì)增加1.94個(gè)百分點(diǎn)。不僅如此，還發(fā)現(xiàn)一年期銀行貸款利率與上證房地產(chǎn)指數(shù)之間成負(fù)效應(yīng)，一年期銀行貸款利率與房地產(chǎn)投資總額之間成正效應(yīng)，驗(yàn)證前文理論。其次，進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果總結(jié)為，人民幣實(shí)際有效匯率與上證房地產(chǎn)指數(shù)二者之間互為因果關(guān)系，相互影響，相互作用。為了更好地理解，可以一年期銀行貸款利率、房地產(chǎn)投資總額等作為中介變量進(jìn)行傳導(dǎo)研究，可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)人民幣實(shí)際有效匯率上升時(shí)，也就是說(shuō)明本幣價(jià)值上漲，此時(shí)用境內(nèi)資產(chǎn)價(jià)值也會(huì)隨之升高。然后，根據(jù)脈沖相應(yīng)分析的結(jié)果來(lái)看，短期內(nèi)人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)上證房地產(chǎn)指數(shù)正向沖擊時(shí)，當(dāng)期內(nèi)反應(yīng)不敏感，存在一定的滯后性，當(dāng)期匯率波動(dòng)一般都是在下一期的上證房地產(chǎn)指數(shù)中表現(xiàn)出變化。主要是因?yàn)閰R率對(duì)股票價(jià)格的影響是間接的，需要通過(guò)中介因素進(jìn)行傳導(dǎo)才可以實(shí)現(xiàn)。根據(jù)脈沖響應(yīng)圖可以發(fā)現(xiàn)，人民幣實(shí)際有效匯率作用于上證房地產(chǎn)指數(shù)沖擊后，隨著期數(shù)增加，上證房地產(chǎn)指數(shù)的反應(yīng)逐漸減弱并趨于平穩(wěn)。除此之外，利率沖擊上證地產(chǎn)沖擊時(shí)，上證抵觸指數(shù)的反應(yīng)并不敏感，這主要和我國(guó)現(xiàn)階段實(shí)行的利率政策有關(guān)，只有在利率市場(chǎng)化的情況下，上證地產(chǎn)指數(shù)反應(yīng)才較為敏感。當(dāng)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額給予上證地產(chǎn)指數(shù)一個(gè)沖擊時(shí)，上證地產(chǎn)指數(shù)的反應(yīng)存在不確定性，主要由于其包含了正向反應(yīng)和負(fù)向反應(yīng)，造成上證地產(chǎn)指數(shù)如此反應(yīng)的根本原因在于，當(dāng)房?jī)r(jià)上升時(shí)，房地差開(kāi)發(fā)投資額增加，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)中的供應(yīng)有所增加，市場(chǎng)上房地產(chǎn)需求量不定，因此不能確定供求關(guān)系，可能出現(xiàn)買方市場(chǎng)，也可能出現(xiàn)賣方市場(chǎng)，股價(jià)在買房市場(chǎng)中會(huì)有所下跌，在賣方市場(chǎng)中會(huì)有所上漲。最后，在經(jīng)過(guò)方差分解檢驗(yàn)后，解釋變量人民幣實(shí)際有效匯率可以更好地解釋被解釋變量房地產(chǎn)指數(shù)，解釋能力有所提高。由于房地產(chǎn)指數(shù)的變化存在一定的滯后性，第一期的貢獻(xiàn)率為0，從第二期開(kāi)始不斷增長(zhǎng)，但每期的漲勢(shì)有所下降，到第九期時(shí)貢獻(xiàn)率增長(zhǎng)到1.5070%，第十期的貢獻(xiàn)率幾乎沒(méi)有變化。將人民幣實(shí)際有效匯率作為解釋變量，與其他兩個(gè)變量（一年期貸款利率、房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資額）相比，其解釋能力更強(qiáng)，不僅如此，隨著期數(shù)的增加，表現(xiàn)也更加穩(wěn)定。相關(guān)建議完善我國(guó)匯率形成機(jī)制在進(jìn)行匯率制度改革的進(jìn)程中應(yīng)該意識(shí)到，我國(guó)匯率機(jī)制改革的長(zhǎng)遠(yuǎn)目標(biāo)是建成更加富有彈性的匯率形成機(jī)制，以便更好的發(fā)揮外匯市場(chǎng)和股票市場(chǎng)的基礎(chǔ)性作用，使兩個(gè)市場(chǎng)的價(jià)格能更有效地反映出市場(chǎng)的真實(shí)供求關(guān)系。在此前提下，短期內(nèi)的匯率改革仍需要在主動(dòng)性、漸近性、可控性原則下進(jìn)行，防止外匯市場(chǎng)的劇烈震蕩對(duì)我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)與股票市場(chǎng)產(chǎn)生沖擊。首先，放松對(duì)外匯交易銀行主體資格的限制，讓商業(yè)銀行真正成為外匯市場(chǎng)的產(chǎn)要參與者與主導(dǎo)者。除銀行外，鼓勵(lì)更多有資格的金融機(jī)構(gòu)和企業(yè)直接參與外匯的交易中來(lái)，使外匯市場(chǎng)上充滿更多的競(jìng)爭(zhēng)者，進(jìn)而使外匯市場(chǎng)更有效率。其次，增加外匯市場(chǎng)產(chǎn)品種類以健全外匯市場(chǎng)的運(yùn)行機(jī)制，提高匯率風(fēng)險(xiǎn)防范意識(shí)。就外匯管理當(dāng)局而言，一方面，需要對(duì)國(guó)外資本進(jìn)行合理引導(dǎo)、分流以及限制等措施來(lái)建立有效的匯率風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖機(jī)制;另一方面，大力發(fā)展人民幣遠(yuǎn)期交易、掉期交易并加強(qiáng)外匯產(chǎn)品的創(chuàng)新，使外匯產(chǎn)品多元化，增強(qiáng)外匯市場(chǎng)的避險(xiǎn)功能。外匯儲(chǔ)備實(shí)行多元化管理方式。目前我國(guó)的外匯儲(chǔ)備主要由美元構(gòu)成，我國(guó)成為了美國(guó)最大的債權(quán)國(guó)，美元幣值的變化將直接影響我國(guó)的外匯存量，外匯儲(chǔ)備的不均衡增大了我國(guó)的匯率風(fēng)險(xiǎn)，降低了我國(guó)抵御全球金融危機(jī)的能力。針對(duì)于這一情況，我國(guó)應(yīng)當(dāng)根據(jù)我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易需求及匯率變動(dòng)情況對(duì)我國(guó)的外匯儲(chǔ)備進(jìn)行優(yōu)化調(diào)整，均衡各外幣在外匯中所占比重；增加外匯儲(chǔ)備中實(shí)物黃金所占比重，確保外匯資產(chǎn)的穩(wěn)定性;利用多余的外匯儲(chǔ)備建立海外投資基金、建立海外生產(chǎn)基地、促進(jìn)工程承包，合理利用閑置的外匯儲(chǔ)備。建立REITs市場(chǎng)外匯風(fēng)險(xiǎn)防范機(jī)制嚴(yán)格控制跨境資本突發(fā)性流動(dòng)，建立資金流動(dòng)的預(yù)警體系。隨著我國(guó)逐漸放開(kāi)資本金融賬戶，給我國(guó)的REITs市場(chǎng)發(fā)展帶來(lái)了契機(jī)也帶來(lái)了風(fēng)險(xiǎn)，應(yīng)當(dāng)注意的是資本項(xiàng)目下的自由兌換不能快于匯率體制改革進(jìn)度，更不能快于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度。建立跨境資本的預(yù)警體系，具體包括預(yù)警指數(shù)的確定、預(yù)警界限的范圍、信號(hào)發(fā)布途徑和預(yù)警反應(yīng)措施四個(gè)方面的內(nèi)容，因此應(yīng)設(shè)立專門(mén)機(jī)構(gòu)協(xié)調(diào)金融監(jiān)管部門(mén)建立系統(tǒng)的預(yù)警體系，預(yù)防外匯風(fēng)險(xiǎn)的發(fā)生或者在風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生后能及時(shí)做出應(yīng)對(duì)方案。加強(qiáng)REITs市場(chǎng)穩(wěn)定性，提高其防范風(fēng)險(xiǎn)的能力。我國(guó)REITs市場(chǎng)穩(wěn)定機(jī)制不健全，當(dāng)面臨外部沖擊時(shí)，缺乏相應(yīng)的避險(xiǎn)機(jī)制，因此需加強(qiáng)REITs市場(chǎng)穩(wěn)定機(jī)制建設(shè)。例如，設(shè)立REITs市場(chǎng)平準(zhǔn)基金作為政府調(diào)控REIT